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Working Paper
2011-29
Cliométrie du chômage et des salaires en France, 1950-2008
Michel-Pierre CHELINI
Georges PRAT
Université de Paris Ouest Nanterre La Défense
(bâtiments T et G)
200, Avenue de la République
92001 NANTERRE CEDEX
UMR 7235
Tél et Fax : 33.(0)1.40.97.59.07
Email : [email protected]
Cliométrie du chômage et des salaires en France, 1950-2008
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Michel-Pierre CHELINI et Georges PRAT
Résumé – Le but de cet article est de représenter les évolutions macroéconomiques du taux de chômage et des
variations de salaires en France sur la période 1950-2008. Sur le plan théorique, l’équation du chômage distingue un
facteur chronique caractérisé par l’excès des salaires réels horaires (charges sociales incluses) par rapport aux gains
de productivité, un facteur conjoncturel caractérisé par l’écart entre le taux de croissance de la production et sa
valeur de long terme, et enfin un facteur structurel incluant les composantes frictionnelle, technologique et
volontaire du chômage. L’équation des salaires suppose classiquement que les variations des salaires dépendent des
gains de productivité et de l’inflation. Sur le plan empirique, le cadre d’analyse est celui d’une représentation
simultanée du chômage et des variations de salaires fondée sur un modèle Espace-Etat estimé suivant la
méthodologie du filtre de Kalman, permettant l’introduction de paramètres variables suivant les dates.
Conformément à ces hypothèses, le taux de chômage est apparu dépendre de la composante chronique
(avec une sensibilité variable suivant les dates), de la composante conjoncturelle (sensibilité fixe) et d’une
composante structurelle constante d’environ 4%. Les composantes estimées indiquent que le taux de chômage
chronique est pratiquement inexistant jusqu’au début des années 1970, date à laquelle il se développe pour atteindre
un maximum de 7.8% en 1994, pour ensuite diminuer et passer au dessous de 2% en 2008. La composante
conjoncturelle est en accord avec la loi d’Okun qui relie négativement la variation du chômage à celle de la
production, ce type de chômage ne semblant se développer qu’après le choc pétrolier de 1973. Enfin, la spécification
retenue indique un ajustement progressif du chômage par rapport aux facteurs susvisés, le délai moyen d’influence
estimé étant de l’ordre de 3,3 années. Concernant la dynamique des salaires nominaux, elle apparaît effectivement
déterminée par le taux de variation de la productivité et le taux d’inflation. L’élasticité par rapport à l’inflation est
apparue très variable, allant d’une valeur proche de l’unité en début de période vers une valeur voisine de zéro en fin
de période, ce résultat devant être relié à la désinflation, à la désindexation et à la diminution du pouvoir syndical
observés au cours de la période.
Abstract - Cliometrics of unemployment and wages in France, 1950-2008
From a macroeconomic perspective, this paper aims to represent the dynamics of the unemployment rate and of the
variations of wages in France over the period of 1950-2008. On a theoretical level, the unemployment equation
distinguishes a chronic factor characterized by an excess of real wages compared to the labor productivity gains, a
conjunctural factor characterized by the difference between the growth rate of the production and its long term
value, and a structural factor including frictional, technological and voluntary components of the unemployment.
The wages’ variations are classically supposed to depend on productivity gains and inflation. On the empirical level,
estimations are made simultaneously for the unemployment and wages with a Space-State model based on the
Kalman filter methodology. This econometric approach allows for the introduction of time varying parameters.
In accordance with these hypotheses, the unemployment rate is shown to depend on the excess of the real
hourly labor cost over the marginal productivity of labor (with a time varying sensibility), on the growth rate of the
real GDP and on a structural component, which is about 4%. The chronic unemployment rate appeared in the
beginning of the 1970s; at this time, it progressively increases to reach a maximum of 7.8% in 1994, then decreases
to fall below 2% in 2008. The conjunctural component is in conformity with the Okun’s law since it links negatively
the unemployment rate with the production growth rate, this factor seeming to develop particularly after the 1973 oil
shock. In addition, the results indicate a delayed influence of the above-mentioned factors on the unemployment,
with an average period of influence of 3.3 years. Concerning wages, as expected, the rate of change in nominal
wages is shown to be determined by the growth rate in productivity and by the inflation rate as well. The wages’
elasticity with respect to price level appears to be time -varying, with a value close to the unit at the beginning of the
period and ending up with a value close to zero by the end. This result must be connected with deflation, price/wage
de-indexation, and labor unions’ decreasing influence that are observed during the period.
Classification J.E.L. : E24, J2, J30
Key words: rate of unemployment, wages, French Economy
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Professeur d’histoire économique contemporaine à l’Université d’Arras. Email : [email protected]
Directeur de recherche au CNRS, EconomiX, Université de Paris Ouest Nanterre La Défense. Email :
[email protected]
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Cliométrie du chômage et des salaires en France, 1950-2008
Michel-Pierre CHELIN I 3 et Georges PRAT4
1 - Introduction
Le but de cet article est d’identifier les principaux facteurs du chômage et des salaires en
France sur la période 1950-2008. Le cadre d’analyse est macroéconomique puisque le salaire
moyen horaire et le taux de chômage global sont considérés pour l’ensemble de l’économie
française. Ce travail n’a pas vocation à rendre compte des évolutions suivant les branches,
suivant les secteurs public ou privé, suivant les genres, suivant les régions, ou encore suivant les
degrés de qualification des salariés. La modélisation espace-état proposée est fondée sur la
méthode du filtre de Kalman, et a pour objectif de fournir une représentation simple et
simultanée des évolutions du taux de variation des salaires et du taux de chômage qui soit en
accord avec les enseignements de la théorie économique. Les salaires y sont vus à la fois en tant
que variable devant être expliquée et en tant que variable explicative du taux de chômage. A
propos de la relation salaire-chômage, rappelons que la littérature économique s’est beaucoup
focalisée sur l’interprétation de trois approches : la courbe de Phillips, le modèle WS-PS et la
« wage curve ».
La relation macroéconomique salaires – chômage fondée sur la courbe de Phillips a
donné lieu à de très nombreuses contributions assez contradictoires tant en ce qui concerne la
robustesse et la stabilité empirique de cette relation que sur son interprétation économique. Au
total, on peut aujourd’hui avoir le sentiment que la courbe de Phillips a plus le statut d’une
hypothèse permettant le bouclage commode des modèles macroéconomiques que celui d’une
relation solidement fondée. Sur le plan empirique, cette relation n’a tout son sens que si le taux
de croissance des salaires et le taux de chômage sont stationnaires, ce qui est souvent le cas pour
3
Professeur d’histoire économique contemporaine à l’Université d’Arras. Email : [email protected]
Directeur de recherche au CNRS, EconomiX, Université de Paris Ouest Nanterre La Défense. Email :
[email protected]
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le premier, beaucoup plus rarement pour le second. 5 Sur le plan théorique, comme sur le plan
empirique, on sait qu’il est nécessaire de prendre en compte d’autres facteurs pour pouvoir
établir une relation valable entre les variations de salaires et le chômage, et notamment le taux
d’inflation et d’autres variables représentant des chocs d’offre. 6 En tout état de cause, au cours de
la période 1950-2008, même s’il existe une corrélation négative significative entre le taux de
variation d’un indice de salaire nominal et le taux de chômage, cette relation s’est révélée d’une
très grande instabilité, puisqu’en découpant la période en deux sous périodes de même longueur,
la corrélation perd pratiquement toute significativité, et ceci même en introduisant l’inflation
dans la régression.
Le modèle WS-PS (Layard et Nickel (1985), Layard, Nickel et Jackman (1991)) est d’une
toute autre nature; le cadre est celui de la recherche d’un équilibre général avec imperfection des
mécanismes concurrentiels sur le marché du travail et le marché des biens, les équations faisant
intervenir les niveaux des variables. L’équation des prix PS (price setting) caractérise une
relation croissante entre les niveaux du salaire réel et du chômage 7 tandis que l’équation de
salaire WS (wage setting) établit une relation décroissante entre ces deux variables, d’autres
variables mesurant divers aspects structurels du marché du travail pouvant influencer les salaires
(pouvoir de négociation, facteurs institutionnels, salaire de remplacement,…). Il importe de
souligner ici qu’une critique majeure adressée au système WS-PS est que ce dernier n’est pas
vraiment compatible avec l’équilibre de long terme qu’il cherche à déterminer. C’est sans doute
pourquoi les travaux empiriques issus de ce cadre d’analyse ont fourni des explications du
chômage qui sont variées, voire contradictoires. À ce propos, Layard, Nickel et Jackman (1991)
ainsi que Le Bihan et Sterdyniak (1998) avancent l’idée essentielle que pour que le système soit
réellement compatible avec l’existence d’un équilibre de long terme, il est nécessaire d’y
5
Voir notamment Collard et Hénin (1993).
Voir notamment Sterdyniak et al. (1997), Le Bihan et Sterdyniak (1998) ainsi que Heyer et Timbo (2002).
Rappelons que la thèse monétariste (Milton Friedman notamment) essaie d’expliquer ce constat en prenant en
compte l’ouverture de l’économie sur le reste du monde et les anticipations inflationnistes (lorsque le taux
d’inflation anticipé est inférieur au taux d’inflation effectif, le taux anticipé s’accroît, la courbe de Phillips se
déplace vers le haut et on retrouve le taux chômage initial qui est égal au taux de chômage « naturel »). Une autre
raison renforce le manque de robustesse de la courbe de Phillips et tient à la « règle de Taylor ». D’après cette règle,
la Banque Centrale poursuit simultanément une politique monétaire de contrôle de l’in flation et de minimisation de
« l’output gap », ce qui indirectement (cf. la loi d’Okun), implique la volonté de contrôler à la fois le taux d’inflation
et de chômage. Autrement dit, toute politique monétaire basée sur cette règle contrarierait l’existence d’une courbe
de Phillips, puisque cette dernière implique un arbitrage entre l’inflation et le chômage.
7
Cette relation est conforme à la « loi de Rueff » établissant une corrélation positive entre salaire réel et chômage.
En effet, Rueff (1925) suggérait que la rigidité à la baisse des salaires attribuable aux allocations chômage et au
comportement des syndicats était une cause majeure du sous-emploi en Grande-Bretagne au début des années 1920.
6
3
introduire la productivité du travail qui joue le rôle de cible pour les salaires réels, ce qui signifie
que l’écart entre les deux variables caractérise un déséquilibre sur le marché du travail.
Au cours des quinze dernières années, un nouveau fait stylisé portant sur la relation
salaires - chômage a été mis en évidence : la « wage curve ». Cette dernière ne s’inscrit toutefois
pas dans un cadre macroéconomique. En effet, sur une période donnée, une wage curve est
construite en portant les salaires réels moyens suivant les régions sur l’axe des ordonnées et les
taux de chômage suivant les mêmes régions sur l’axe des abscisses. La courbe décrite par les
données observées a une pente négative rappelant l’équation WS: en moyenne, les salaires réels
sont d’autant plus élevés que le chômage est faible. Notamment, Blanchflower et Oswald (1995)
considèrent des échantillons composés par de très nombreux individus (1,5 million de salariés
américains au total). L’élasticité obtenue semble relativement stable et relativement indifférente
aux autres conditions du marché, que les régions soient aisées, en situation moyenne ou en
difficulté : à une augmentation relative du taux de chômage de 10% d’une région à l’autre
correspond en moyenne une baisse des salaires d’environ 1%. 8 Cette relation empirique a reçu
plusieurs confirmations, notamment avec l’analyse réalisée par Guichard et Lafargue (2000). Si
la wage curve apparaît nettement plus robuste que la courbe de Phillips9 , son interprétation
théorique n’en est pas moins discutée dans la littérature économique. Une interprétation simple
et assez intuitive se réfère à la « pression » sur le marché du travail, ce qui rejoint l’interprétation
simple d’une courbe de Phillips où de l’équation WS 10 : toutes choses égales par ailleurs, lorsque
le chômage est faible (fort), il existe une forte (faible) pression sur le marché du travail
caractérisée par des demandes d’emplois de la part des salariés qui sont relativement faibles
(fortes) par rapport aux offres d’emplois émanant des entreprises, impliquant un pouvoir de
négociation relativement fort (faible) des salariés. Ces derniers peuvent alors plus facilement
obtenir des salaires élevés, et, pour un niveau donné des prix, des salaires réels élevés. On
remarquera sur ce point que l’équation WS et la wage curve établissent toutes deux une relation
décroissante entre le salaire réel et le chômage, la première dans le cadre d’une approche macrodynamique (longitudinale), la seconde en coupe transversale suivant les zones géographiques. En
dépit de l’intérêt de la wage curve, on peut avoir le sentiment qu’il serait intéressant d’essayer de
8
En effet, l’élasticité estimée du chômage par rapport aux salaires (unemployment elasticity of earnings) se situe
généralement autour de -0.1, l’équation pouvant s’écrire ln S/P = -0,1 ln U, avec ln pour le logarithme népérien, S/P
pour le salaire réel et U pour le taux de chômage. Elle est observée pour de nomb reux pays dans les années 1980 1994.
9
Voir Phillips (1958).
10
Sauf que les spécifications sont très différentes, puisque la wage curve et l’équation WS font intervenir le niveau
des salaires réels tandis que le taux de variation du salaire nominal moyen intervient dans la courbe de Phillips de
base.
4
compléter cette approche de manière à prendre en compte l’incitation à l’embauche de la part
des entreprises, sachant qu’une entreprise n’a en principe pas intérêt à embaucher un nouveau
salarié si elle pense que ce dernier lui rapportera moins qu’il ne lui coûtera. On a vu que la
productivité doit intervenir pour qu’il puisse exister un équilibre de long terme dans le système
WS-PS. Dans le droit fil de cette analyse, on pourrait aussi, si les statistiques disponibles le
permettaient, construire une « wage/productivity curve » d’après laquelle les salaires réels de la
wage curve seraient remplacés par les rapports entre ces derniers et les productivités du travail
correspondantes. On pourrait alors s’attendre à ce que la wage/productivity curve soit
caractérisée par une pente positive, indiquant ainsi que le chômage est en général d’autant plus
grand que le rapport salaire réel/productivité dépasse l’unité.
Alors que l’hypothèse d’une wage/productivity curve se réfère à des données en coupe
transversale, le modèle proposé ci-après repose, à l’instar du système WS-PS, sur l’exploitation
de données longitudinales permettant d’analyser directement la relation entre les dynamiques
historiques des salaires et du taux de chômage pour l’ensemble de l’économie française. À la
différence du système WS-PS, cet article propose un système comprenant une équation du taux
de chômage et une équation du taux de variation des salaires. L’équation du taux de chômage
estimée ci-après intègre un ajustement non instantané du taux de chômage sur sa valeur de long
terme, cette dernière étant déterminée par l’écart entre le salaire réel effectif et sa valeur
d’équilibre (donnée par la productivité marginale du travail), par le taux de croissance de
l’économie, et par une valeur supposée constante regroupant les nombreux facteurs structurels.
L’excès des salaires réels est supposé générateur d’un chômage que nous qualifierons de
chronique
temps.
12
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, la sens ibilité du chômage par rapport à cet excès pouvant varier au cours du
La composante conjoncturelle du taux de chômage sera représentée par l’influence de
l’écart entre le taux de croissance de la production et sa valeur moyenne de long terme. Quant au
chômage structurel, il s’apparente au concept de chômage « naturel »13 , sans toutefois se
confondre avec ce dernier ; il est supposé capturer un regroupement de facteurs frictionnels,
11
Le qualificatif de chronique doit s’entendre comme renvoyant à l’idée d’une rigidité à la baisse des salaires.
Nous reprenons ici les notions de chômage « chronique », de chômage « technologique », de chômage
« conjoncturel » et de chômage « volontaire » proposées par Allais (1971, p. 502).
13
Tel qu'il a été défini par Milton Friedman, le taux de chômage naturel correspond au taux de chômage d'équilibre
vers lequel une économie de croissance tend sur le long terme, les valeurs généralement estimées étant comprises
entre 3% et 5% (voir par exemple Weiner (1993) et pour la France Heyer et Timbo (2002)). Comme l’ont montré
Estrella et Mishkin (1998), bien qu’ils soient assez souvent confondus, le taux naturel doit être distingué du NAIRU
(Non-Accelerating Inflation Rate of Unemployment). Les valeurs estimées de ce dernier sont généralement plus
élevées que celles du taux naturel. L'OCDE et le FMI publient régulièrement des estimations du NAIRU pour la
plupart des pays développés. Par exemple, pour la France, les valeurs estimées étaient de l’ordre de 6% en 1980 et
de 8% en 1999 (voir notamment Bonnet et Mahfouz (1996), Richardson, Boone et al. (2000)).
12
5
technologiques et volontaires. Concernant l’équation des salaires, le taux de variation des
salaires nominaux est supposé dépendre des gains de productivité et de l’inflation, l’élasticité des
salaires par rapport au niveau des prix étant variable dans le temps. Le choix retenu consistant à
spécifier les salaires en taux de variation et non en niveau repose sur des considérations
institutionnelles telles que l’indexation et les négociations entre le patronat et les syndicats,
lesquelles portent plus directement sur les augmentions de salaires que sur leurs niveaux. Notons
que, contrairement au système WS-PS, l’approche que nous proposons n’a pas vocation à une
résolution du système composé des équations du chômage et des salaires dans le but de
déterminer les valeurs d’équilibre des deux grandeurs. L’exercice cliométrique présenté dans cet
article se limite à éclairer l’histoire économique française depuis 1950 à l’aide à la fois de la
théorie économique et d’une technique économétrique adaptée - le filtre de Kalman - permettant
de modéliser l’hypothèse de paramètres variant au cours du temps, ceci dans le but de mettre en
évidence les principaux facteurs macroéconomiques du chômage et de la croissance des
salaires. 14
Dans cette perspective, la partie 2 présente les hypothèses théoriques et la formalisation
du modèle représentatif du chômage et des salaires, en liaison avec les évolutions historiques des
variables d’intérêt sur la période 1950-2008. La partie 3 présente la méthode d’estimation
simultanée de ces deux variables à l’aide du filtre de Kalman, ainsi que les résultats obtenus.
Enfin, la partie 4 donne les conclusions.
2 - Le modèle chômage-salaires : hypothèses économiques et évolutions
historiques
L’approche proposée a pour but une représentation simultanée du taux de chômage et du
taux de variation des salaires nominaux en France sur la période 1950-2008. Après avoir
présenté les statistiques utilisées (§2.1), nous nous intéresserons à la modélisation espace-état du
chômage (§2.2) et des salaires (§2.3).
2.1 – Données utilisées et notations
Les séries statistiques utilisées ont été délibérément établies en données annuelles car les
salaires contemporains, encadrés par les conventions collectives, sont négociés tous les ans ou
14
Le sujet a fait l’objet d’un bon nombre de travaux depuis les années 1960. Pour les aspects plutôt théoriques, le
lecteur pourra se référer à Von Mises (1958), Phelps (1968), Tobin (1972), et plus récemment à Villa (1994). Pour
les aspects plus empiriques, on peu se référer à Fitoussi (1973), Marczewski (1977), Schor (1985), Cahuc et
Zylberberg (1996), Salanié (2000), Gérard-Prenveille (2003), Beffy et Langevin (2005).
6
tous les deux ans, mais pas tous les trimestres. Les données trimestrielles, très ut ilisées dans les
modèles macroéconomiques ont donc été écartées, ce qui laisse échapper l’évaluation des effets
intra-annuels, mais le choix d’une période longue de plus de 50 ans compense en partie le choix
de données annuelles. 15
Afin de ne négliger aucune possibilité dans la mesure empirique de phénomènes
pertinents au plan théorique, et sachant qu’il y a le plus souvent plusieurs indicateurs statistiques
correspondant à une même variable économique (sans que la théorie ne permette pas toujours
d’effectuer un choix a priori parmi les candidats envisageables), dix-sept séries ont été retenues
au départ de l’étude pour pouvoir confronter le modèle aux données de l’observation. L’analyse
empirique a montré que plusieurs grandeurs n’exercent pas d’effets écono métriquement
significatifs sur le chômage ou les salaires, mais il était nécessaire de les confronter pour pouvoir
conclure à leur éventuelle neutralité. Les variables suivantes sont présentées avec leurs sources
dans l’Annexe 1 :
1. PIB en valeur courante et indice.
2. Production industrielle (indice).
3. Salaire horaire brut (indice).
4. Salaire annuel moyen net (indice).
5. Prix de détail (indice).
6. Prix de gros (indice).
7. Déflateur du PIB (indice).
8. Productivité horaire du travail (PIB par heure travaillée, en indice).
9. Nombre de chômeurs au sens du BIT.
10. Population active au sens de la comptabilité nationale.
11. Masse salariale globale brute (salaires directs +charges sociales totales).
12. Population active salariée totale.
13. Taux d’intérêt à long terme (rendement des obligations des sociétés).
14. Formation brute de capital fixe (valeur courante).
15. Durée annuelle du travail pour un salarié (en heures travaillées).
16. Journées de grève (journées individuelles non- travaillées) en millions.
17. Effectifs syndiqués.
N.B. : tous les indices sont en base 1950 = 100
Les séries de la comptabilité nationale sont généralement exprimées en francs16 car c’est
la monnaie courante de la période étudiée. 17 Les autres séries sont exprimées en indices [salaire
horaire brut], en taux [par exemple : taux d’intérêt à long terme] ou en unités : millions d’actifs,
15
Pour les analyses historiques des salaires sur longue période, voir aussi Bayet (1997), Boyer (1978) et Chélini
(2012).
16
Conversion possible en euros courants ou en euros constants à partir de la série « Le pouvoir d'achat de l'euro et
du franc (IPC). Coefficient de transformation de l'euro ou du franc d'une année en euro ou en franc d'une autre
année », <www.insee.fr>.
17
Il faut prêter attention à la création du « nouveau franc » au 1er janvier 1960. Les « anciens francs » de 1950- 1959
(inclus) ont été convertis en francs de 1960-2000, c’est-à-dire divisés par 100.
7
milliers de syndiqués ou de journées de grève, nombre d’heures annuelles travaillées. La plupart
des séries n’ont pas posé de problème particulier, en-dehors de leur dispersion dans les
publications, car elles couvraient généralement toute la période sans grande césure. Le taux
d’intérêt à long terme et la durée annuelle du travail ont nécessité des élaborations
complémentaires. Le problème est souvent celui de l’homogénéité historique des séries que les
progrès statistiques bonifient par vagues : ainsi pour la France, l’année 1970 choisie alors comme
nouvelle base, a cumulé suffisamment d’améliorations pour créer une certaine rupture qualitative
entre les séries antérieures et celles qui les prolongent. 18
Le tableau 1 indique les notations utilisées des variables macroéconomiques intervenant
dans le modèle proposé ci-après.
Tableau 1 - Notations
U t : taux de chômage à l’instant t (série 9/série 10)
S t : coût horaire du travail (salaires + cotisations salariales et patronales) à l’instant t
( série 11/(série 12 x série 15) ), base 1950=100
PCt : indice général des prix à la consommation à l’instant t (série 5)
PGt : indice général des prix de gros à l’instant t (série 6)
Yt : PIB réel (PIB/déflateur du PIB) à l’instant t (série 1/ série 7, base 1950=100 )
Lt : nombre d’heures totales travaillées au cours de l’année
Y
∏t = t
Lt
: productivité horaire du travail à l’instant t (série 8, base 1950=100))
spreadt = 100 . log
S t / PGt
: écart relatif (%) entre l’indice du coût horaire du travail et
Πt
l’indice de la productivité moyenne du travail (base 1950=1 pour les deux indices)
Yt
: taux de variation de Yt entre t et t-1 ( % par an) ; g = 3.37% par an
Yt −1
S
st = 100 * log t : taux de variation du coût horaire du travail (% par an)
S t −1
g t = 100 . log
p t = 100. log
PGt
: taux d’inflation sur les prix de gros (% par an)
PGt −1
difp t = 100 . log
PCt
PGt
− 100 . log
PC t −1
PG t −1
: différence entre le taux de variation des prix à la
consommation et le taux de variation des prix de gros (% par an)
18
Sur les cinquante huit années couvertes par la période, rares sont les séries sans changement d’année de base ou de
champ de définition. Dans la plupart des cas, il faut assurer le raccordement entre les années 1950-70 et les années
1970- 2008. La base actuelle (2000) ne pose pas ce type de problème.
8
2.2 - Représentation du taux de chômage
Le taux de chômage est supposé dépendre de l’écart relatif entre le coût horaire total réel
du travail et la productivité marginale du travail (chômage dit chronique), de l’écart entre taux de
croissance du PIB réel et sa valeur de long terme (chômage dit conjoncturel), et enfin d’une
constante représentant un taux de chômage dit structurel regroupant les facteurs « frictionnels »,
« technologiques » et la possibilité d’une composante « volontaire ». 19 Ces phénomènes pouvant
n’agir que progressivement sur le chômage, la valeur retardée de ce dernier a été introduite pour
capturer cet effet.
Une première hypothèse est donc que le taux de chômage dépend de l’excès du coût total
réel du travail (« salaire réel » par la suite) par rapport à la productivité marginale du travail.
Cette hypothèse d’un chômage chronique est illustrée par la distance entre les points C et D de la
figure 1. Lorsque, contrairement à l’hypothèse de la théorie classique, le marché du travail n’est
pas parfaitement concurrentiel, la rigidité à la baisse des salaires génère un écart durable positif
entre le salaire réel et sa valeur d’équilibre (cette valeur étant donnée par la productivité
marginale du travail), ce qui a pour effet de provoquer un rationnement de l’offre de travail par la
demande de travail des entreprises. 20 Autrement dit, un excès nul correspond à une situation
caractérisée par une absence de chômage involontaire (point E de la figure ci-dessous 21 auquel il
ne peut exister que du chômage volontaire au taux de salaire d’équilibre (S/P)*), tandis que tout
excès du salaire réel par rapport à sa valeur d’équilibre génère un chômage involontaire,
puisqu’il existe une offre de travail de la part des salariés qui reste insatisfaite au salaire en
vigueur S/P. Par contre, lorsque le salaire réel est situé en dessous de la productivité marginale,
la demande de travail émanant des entreprises est plus grande que l’offre, ce qui génère une
« tension » sur le marché du travail. Concernant les applicatio ns empiriques, on peut montrer,
sous certaines conditions, que la productivité marginale du travail est proportionnelle à la
19
L’équation du chômage s’inspire de l’approche empirique proposée par Maurice Allais dans les années 1980 (sans
qu’elle ait donné lieu à une publication dans une revue scientifique), approche à laquelle Georges Prat avait
contribué. La spécification de l’équation du chômage est toutefois formellement très différente de celle qui avait été
pensée par Allais, ce dernier n’envisageant ni la possibilité d’ajustements progressifs, ni celle d’élasticités variables
au cours du temps.
20
Cet excès et sa persistance (rigidité) peuvent être le résultat soit de salaires administrés (conventions collectives),
soit d’une pression sociale exogène au modèle (syndicats…), soit encore de comportements endogènes, comme le
prévoient la théorie du salaire d’efficience (Shapiro et Stiglitz, 1984), le modèle Insider-Outsider (Lindbeck et
Snower, 1989) et la théorie des contrats implicites (Azariadis , 1975). Voir aussi Bonnet (1997).
21
Lorsque l’équilibre concurrentiel E est réalisé, l’offre de travail (i.e. demande d’emplois) des salariés s’égalise à la
demande de travail (i.e. offre d’emplois) des entreprises au point où le salaire réel est égal à sa valeur d’équilibre
donnée par la productivité marginale du travail.
9
productivité horaire moyenne du travail Π t 22 , de sorte qu’il est possible, moyennant une
correction, de remplacer la première par la seconde, cette dernière étant mesurable au niveau
macroéconomique. 23
La figure 2 donne les évolutions comparées entre les indices de salaires réels ( St / PGt )
et de la productivité marginale du travail, cette dernière ayant été estimée dans le cadre du
modèle (on trouve F’(L) = 1.223 x Π t ).24 On constate un écart grandissant entre les deux
grandeurs après le choc pétrolier de 1973, les salaires réels croissant plus vite que la
productivité 25 , l’écart se stabilisant vers le milieu des années 1990 pour diminuer en fin de
période en raison principalement d’une stabilisation puis d’une baisse des salaires réels.
Conformément à l’hypothèse illustrée par la figure 1, la figure 3 montre qu’à partir de 1974, à la
fois le taux de chômage (U t ) et l’excès relatif de salaires réels par rapport à la productivité
marginale du travail ( spread t - 22.3%) connaissent un décrochement de tendance à la hausse, ces
mouvements s’inversant en fin de période.
22
La productivité moyenne du travail est encore dénommée « productivité apparente de travail » ou « productivité
brute du travail». Cette dernière se distingue de la « productivité nette du travail », grandeur dans laquelle non
seulement les services du travail mais encore ceux des équipements et des facteurs importés sont déduits des
quantités produites au prorata des prix des facteurs (la productivité nette est encore appelée « productivité globale
des facteurs »). Sur ces définitions, voir notamment Allais (1974), note (17), pp.112-13.
β
Soit la fonction de production Cobb-Douglas traditionnelle Yt = At F ( Kt , Lt ) = At Kt Lαt , où Yt , K t , Lt , β et
α représentent respectivement la production annuelle en volume, le capital, l’emploi (nombres d’heures travaillées
au cours de l’année), l’élasticité de la production par rapport au capital et l’élasticité de la production par rapport à
l’emploi ( At représente l’état des techniques de production à l’instant t). La productivité marginale du travail a pour
23
expression : FL' , t =
travail
log
FL' ,t
dYt
A K β α Lαt
Y
β
= At K t α Lαt −1 = t t
= α t = α Π t . Par conséquent, la productivité marginale du
dLt
Lt
Lt
est
proportionnelle
à
la
productivité
moyenne
du
travail
Πt .
On
a
donc
S t / PG t
S / PG
S / PG t
= log t ' t + log α , de sorte que la grandeur log t
− log α représente en théorie l’écart
Πt
Πt
FL ,t
relatif entre le salaire réel et la productivité marginale du travail. Cependant, compte-tenu de l’arbitraire du choix de
S / PG t
la base 1950=100 pour les indices du salaire réel et de la productivité moyenne, la grandeur log t
− log α ne
Πt
représente l’écart relatif effectif entre le salaire réel et la productivité marginale du travail qu’à une constante près
notée φ traduisant l’arbitraire du choix d’une même année de base=100 pour les indices de salaire réel et de
productivité.
24
On a φ =0.223 (voir note précédente). Cette constante résulte de l’estimation simultanée des équations du
chômage et des salaires.
25
Sur ce point, voir notamment Baron et al. (2003).
10
Figure 1 - Un salaire réel supérieur à la productivité marginale
du travail provoque un chômage « chronique »
Salaire réel
C
Chômage
chronique
D
Offre de
travail
S/P
spread
(S/P)*=
F’(L)
E
Demande
de travail
L
L*
Emploi
Légende - S/P : salaire réel ; F’(L) = dY / dL : productivité marginale du travail ; L : niveau de
l’emploi (nombre d’heures travaillées); (*) : niveau d’équilibre. Le point E correspond à une
situation de plein emploi, tandis que le point C correspond à un excès de salaire réel (S/P) par
rapport à la valeur d’équilibre de plein emploi (S/P)*, situation caractérisée par l’existence d’un
sous-emploi (chômage involontaire représenté par le segment CD). F étant la fonction de
production, F’(L) est la productivité marginale du travail.
[insérer figure 2]
[insérer figure 3]
Le choix de l’indicateur des salaires réels mérite quelques commentaires. En fait, trois
séries de salaires horaires ont été utilisées alternativement : la masse salariale annuelle incluant
tous les salariés (mais excluant toutes charges) divisée par le nombre total d’heures travaillées
(salaire horaire net = série 4 / (série 12 x série 15) ), le salaire horaire brut des ouvriers26
26
Dans les séries de salaires disponibles, trois indicateurs sont envisageables, par degré croissant de complétude. Le
salaire horaire brut se limite aux ouvriers. Relevé par le ministère du Travail, il concerne environ la moitié des
salariés en 1950 et encore le quart aujourd’hui. Le salaire net annuel moyen, issu de données fiscales, s’élargit entre
1950 et les années 1990 à la plupart des effectifs salariés, secteur privé et semi public pour des postes à temps
11
(incluant les charges sociales payables par les salariés (série 3 / (série 12 x série 15)), et la masse
salariale totale incluant toutes les charges (employeurs et salariés) divisée par le nombre total
d’heures travaillées par les salariés (coût total horaire du travail = série 11 / (série 12 x série
15)). Il importe de souligner que les trois indicateurs de salaires ont produit des résultats
économétriques extrêmement différents. Le spread calculé avec le salaire horaire net réel,
lequel exclut toutes les charges sociales, ne permet pas de valider le modèle du chômage, et ceci,
quel que soit l’indice de prix retenu pour déflater le salaire. Le salaire horaire net réel engendre
même une corrélation négative entre le taux de chômage et le spread : le salaire net progressant
plus lentement que la productivité du travail, le spread diminue alors que le chômage augmente.
Avec le salaire horaire brut réel, lequel inclut les charges payées par les salariés mais exclut les
charges patronales, la relation entre le taux chômage et le spread prend le signe positif attendu
(le salaire réel progressant un peu plus rapidement que la productivité, le spread augmente), et
explique donc une part de l’évolution du chômage après 1974. Cependant, ce résultat est apparu
fragile car d’une part il n’a été obtenu qu’en utilisant l’indice des prix de gros comme déflateur
du salaire nominal (le modèle est infirmé avec les autres indices de prix), et, d’autre part, la
tendance haussière du chômage à partir de 1974 n’est qu’imparfaitement représentée par le
modèle. Quant au coût réel total horaire du travail incluant les charges salariales et patronales,
cet indicateur - finalement retenu - a permis de valider nettement le modèle 27 , et ceci, quel que
soit l’indice de prix utilisé pour déflater les salaires 28 , les meilleurs résultats étant cependant
obtenus avec les prix de gros. Autrement dit, aussi longtemps que nous n’avions pas inclus
toutes les charges salariales, le modèle représentait mal l’évolution du chômage. 29 Dans la
mesure où d’un point de vue théorique, le coût horaire total du travail semble a priori représenter
l’indicateur le plus pertinent du « salaire horaire », l’amélioration des résultats est en rapport
avec l’adéquation des séries au concept théorique et conforte ainsi la pertinence du modèle.
Une seconde hypothèse est que le taux de chômage dépend de l’écart entre le taux de
variation de la production réelle observé au cours de la dernière année et la valeur critique en
complet (ou équivalent temps complet). La masse salariale brute globale, issue des données de la comptabilité
nationale, définit le revenu du travail perçu par les salariés et représente le total des salaires et traitements versés par
les employeurs, cotisations sociales incluses (voir Annexe 1).
27
Il convient toutefois de ne pas conclure sans nuances en faveur d’un allègement immédiat des charges sociales
pour diminuer le chômage, car le lien entre les charges sur le travail salarié et le financement de la protection sociale
n’est ni unique, ni homogène, ni linéaire.
28
Les principaux indices sont les prix de gros, qui représentent les prix à la production pour l’entreprise, les prix de
détail, qui représentent les prix à la consommation des ménages, et le déflateur du PIB, indice pondéré des prix des
valeurs ajoutées.
29
Rappelons que la France est le pays de l’OCDE où les charges sociales sont les plus élevées (plus de 50% du coût
total du travail, voir notamment Lannes et Pâris, 2010).
12
deçà de laquelle la croissance génère plus de destruction que de créations d’emploi, c’est à dire
du chômage conjoncturel. Ce type de chômage apparaît donc comme la conséquence d’une
croissance trop faible de la production de biens et services, l’origine pouvant être soit une
insuffisance de la demande soit des facteurs de rigidité impliquant des délais d’adaptation de
l’offre. 30 Nous avons supposé que la valeur critique du taux de croissance était constante et égale
au taux de croissance moyen du PIB sur l’ensemble de la période, soit 3.37% par an. Notons ici
que la spécification empirique retenue est conforme à la « loi d’Okun ». 31 La figure 4 confirme
sur l’ensemble de la période d’analyse que les fluctuations conjoncturelles des deux grandeurs
sont généralement de sens opposés.
[insérer figure 4]
Enfin, on suppose l’existence d’un chômage structurel prévalant dans une économie de
croissance. Ce type de chômage doit être rapproché du concept de « taux de chômage naturel »,
lequel est généralement évalué entre 3 et 5%, sans toutefois se confondre avec ce dernier. En
effet, le taux de chômage structurel est supposé regrouper (i) un chômage « frictionnel »
attribuable au temps de battement nécessaire entre le début de la recherche de l'emploi et
l'accession à un nouvel emploi32 , (ii) un chômage «technologique » dû au fait que le progrès
technique réalisé dans une branche peut générer du chômage dans cette dernière mais aussi créer
des emplois dans d’autres secteurs, ce phénomène impliquant également un temps nécessaire à la
mobilité de la main d’œuvre entre les branches (lié à l’inadaptation des offres aux demandes
d’emplois), enfin, (iii) un chômage « volontaire » correspondant à des demandeurs d’emplois
potentiels mais ne désirant pas travailler à un niveau de salaire réel correspondant à l’équilibre
sur le marché du travail 33 , ce chômage volontaire étant d’autant plus favorisé que le système
d’allocations aux chômeurs est généreux. Dans un premier temps, nous avons supposé que le
taux de chômage structurel suit un trend polynômial avec constante de calage ; cette hypothèse
30
Un angle un peu différent d’interprétation serait que le taux de croissance observé de la production peut être
supérieur ou inférieur par rapport à une valeur maximale que l’économie pourrait atteindre par le plein emploi des
facteurs de production existants .
31
Rappelons qu’Okun (1962) a montré que la variation du taux de chômage est liée négativement au taux de
croissance de la production réelle. Or, en faisant passer la grandeur λ U t −1 à gauche de l’équation (3), on voit que la
pseudo-variation du taux de chômage ( U t − λU t −1 ) dépend du taux de variation de la production. Autrement dit, la
figure 4 illustre la loi d’Okun dans le cas limite λ = 1 .
32
Le chômage frictionnel renvoie aux modèles de « Job Search » (Stigler 1962) ou aux mo dèles de « Matching »
(appariement) (Pissarides 1990).
33
Le salaire moyen cachant des disparités, il est possible que dans certaines branches d’activité le salaire
corresponde à sa valeur d’équilibre (donnée par la productivité marginale du travail). Par conséquent, même s’il
existe un chômage chronique au niveau macroéconomique, cette situation peut coexister avec un chômage
volontaire.
13
ayant conduit à des résultats très peu concluants - dans le cadre de notre approche tout au moins nous avons finalement retenu l’hypothèse simplificatrice de constance du taux de chômage
structurel, ce qui signifie que le nombre de chômeurs résultant des ces trois catégories de
phénomènes est proportionnel à la population active. Les trois types de chômage chronique,
conjoncturel et structurel permettent de définir le taux de chômage théorique U t qui prévaudrait
si l’ajustement du chômage à ces facteurs était instantané. 34 En supposant que ces trois types de
facteurs soient additifs, on peut écrire :
U t = a t ( spread t + θ ) + b ( g t − g ) + U o
b< 0
U0 > 0
(1)
où la constante U o représente le taux de chômage structurel, où g = 3.37% par an et où
θ = φ − ln α , α étant l’élasticité de la production par rapport au niveau de l’emploi, la constante
de calage φ capturant quant à elle le caractère arbitraire d’une valeur nulle du spread en 1950
résultant d’une base égale à l’unité pour les indices St / PGt et Π t . Lorsque a t > 0 , l’excès des
salaires réels par rapport à la productivité marginale génère du chô mage chronique (figure 1),
tandis que la condition a t < 0 traduit une tension sur le marché du travail, puisque la demande de
travail des entreprises attribuable à ce seul facteur dépasse l’offre de travail. Notons que les
valeurs retardées des variables spread t et g t se sont révélées non significatives. De même,
d’autres variables exogènes ont été considérées dans l’équation (1), mais elles n’ont pas apporté
d’explication supplémentaire significative. En particulier nous n’avons pas décelé d’influence
significative pour le taux d’intérêt à long terme et pour le taux d’investissement (formation brute
de capital fixe rapportée au PIB), ceci même lorsque l’on considère des retards. Il semble donc
que, dans le cadre de ce modèle, la détermination du taux de chômage global ne nécessite pas la
prise en compte directe du coût ou de la formation du capital. Ce résultat n’est pas très étonnant
dans la mesure où, puisque la variable (100-spread) est formellement égale à la part du revenu
34
Rappelons qu’en présence de prix rigides, la théorie dite des équilibres non walrasiens (ou encore « théorie du
déséquilibre ») distingue un chômage dit « classique » caractérisé par un excès d’offre sur le marché du travail joint
à un excès de demande sur le marché des biens, et un chômage « keynésien » caractérisé par un excès d’offre sur les
deux marchés (Barro et Grossman (1971), Malinvaud, (1980)). L’estimation de ces deux catégories de chômage au
cours du temps ne concerne pas l’objet de cet article; un tel objectif impliquerait d’ailleurs une économétrie prenant
en compte les rationnements subis sur les différents marchés et les effets de reports qui en résultent (voir notamment
Artus, Laroque Michel (1984)).
14
du capital dans le revenu national, le coût global du capital intervient d’une manière implicite
dans l’équation du chômage. 35
Cependant, le taux de chômage observé peut ne s’ajuster que progressivement à sa valeur
théorique U t donné par (1). Cet ajustement non instantané peut être caractérisé par la relation
suivante :
U t = λ U t −1 + (1 − λ ) U t
0 < λ <1
(2)
Cette relation suppose que l’ajustement du taux de chômage vers sa valeur de long terme
U t est décrit par un processus adaptatif. En fait, nous avons alternativement envisagé un modèle
à correction d’erreur pour représenter ce processus; les résultats n’ayant pas été améliorés, le
processus adaptatif, plus simple, a été retenu. 36 En reportant (1) dans (2), et en ajoutant un bruit
blanc ε t de distribution N(0, σ ε2u ), on obtient l’équation suivante du taux de chômage observé
devant être estimée37 :
U t = λ U t −1 + (1 − λ ) at ( spread t + θ ) + (1 − λ ) b ( g t − g ) + (1 − λ ) U 0 + ε tu
(3)
Cette dernière relation signifie que, sous la condition 0 < λ < 1 , le taux de chômage
résulte des valeurs passées des variables exogènes, les pondérations de ces valeurs décroissant
exponentiellement à taux constant au fur et à mesure que le passé s’éloigne. Ceci signifie que les
influences de l’excès des salaires réels et du taux de croissance de l’économie sur le chômage ne
s’exercent que progressivement, de sorte que ce dernier prend la forme d’un lissage des facteurs
économiques dont il est supposé dépendre. Les produits (1 − λ ) a t et (1 − λ ) b1 s’interprètent
comme des élasticités de court terme, tandis que les paramètres at et b1 s’interprètent comme
des élasticités de long terme, c'est-à-dire comme les élasticités prévalant une fois les ajustements
réalisés. La constante θ dépend à la fois de l’élasticité de la production par rapport au niveau
35
En effet, on a identiquement
St / Pt
S /P
S L
massesalariale
= t t = t t =
. Autrement dit, d’après l’équation (1),
Πt
yt / Lt
yt Pt revenu national
lorsque la part du revenu du capital augmente dans le revenu total, et notamment celle des profits des entreprises et
des intérêts, ce phénomène est favorable à l’emploi des salariés (i.e. diminution du chômage involontaire) car les
entreprises sont alors incitées à embaucher d’avantage.
36
Notons que le modèle adaptatif est un cas particulier du modèle à correction d’erreur.
37
Le passage de l’équation de long terme (1) à l’équation de court terme (3) faisant intervenir la variable endogène
retardée est le résultat classique d’une « transformation de Koyck ».
15
d’emploi ( ln α ) et de la date à laquelle le chômage chronique se développe en France (capturé
implicitement par la constante de calage φ ). Le fait de déterminer la constante θ de manière à
optimiser le modèle (sans pour autant distinguer les valeurs de φ et de ln α ) implique que la
date de début du développement du chômage chronique est endogène et n’est donc pas
arbitrairement fixée par le modélisateur. En effet, suivant cette approche, l’écart relatif entre les
salaires réels et la productivité marginale du travail est donné par la grandeur ( spread t + θ ).
Par ailleurs, les relations (1) et (3) laissent à la sensibilité at du taux de chômage par
rapport à l’excès des salaires réels la possibilité de varier suivant les dates. Au regard de la figure
1, cette variabilité signifie que les pentes de l’offre et de la demande de travail sont datées, ce qui
implique que, pour une valeur donnée du spread, la distance CD peut être plus au moins grande
suivant les dates (« effet ciseaux »). Même si l’on peut avancer l’hypothèse probable d’influences
internationales 38 , les facteurs macroéconomiques influençant ces pentes sont a priori nombreux et
difficiles à identifier. C’est pourquoi la sensibilité at , qui est supposée véhiculer l’influence de
facteurs latents sur le chômage, sera représentée par un processus AR(1), soit
a t = γ 0u + γ 1u a t −1 + ηtu ,
0 ≤ γ 1u ≤ 1
(4)
où η tu est un bruit blanc N(0, σ 2u ) supposé indépendant des erreurs ε tu de l’équation (3). Suivant
η
la méthodologie du filtre de Kalman, les équations (3) et (4) représentent respective ment
l’équation de mesure et l’équation d’état du taux de chômage.
2.3 - Représentation du taux de variation des salaires nominaux
La dynamique du taux de variation st des salaires nominaux - ces derniers comprenant
l’ensemble des charges sociales – est supposée dépendre positivement du taux de croissance de
la productivité marginale du travail π t 39 , du taux d’inflation p t (prix de gros) et de la différence
38
Notamment, lorsque le coût du travail est plus faible à l’étranger qu’en France, les firmes françaises peuvent être
incitées à mettre en œuvre des stratégies de délocalisation de la production, conduisant, toutes choses égales par
ailleurs, à une sensibilité plus grande du sous -emploi français au spread.
39
La productivité marginale étant supposée proportionnelle à la productivité moyenne Π t , les taux de variation de
ces deux grandeurs sont donc égaux.
16
difpt entre le taux de variation des prix de détail et le taux de variation des prix de gros dans le
cadre de la représentation espace-état suivante :
st = δ π t + d t pt + d t k difpt + ε ts
δ > 0, k > 0 , dt > 0
(5)
d t = γ 0s + γ 1s d t −1 +η ts ,
0 ≤ γ 1s ≤ 1
(6)
où ε ts et η ts sont bruit blancs N(0, σ ε2u ) et N(0, σ η2s ) indépendants entre eux. Les équations (5) et
(6) représentent respectivement l’équation de mesure et l’équation d’état du taux de variation des
salaires nominaux. Concernant la relation entre les variations de salaire et de productivité, de
nombreuses études économétriques ont montré que le salaire moyen d’un pays est d’autant plus
élevé que la productivité moyenne est élevée : les différences entre les productivités moyennes
dans l’industrie expliqueraient entre 70% et 80% des écarts entre les salaires réels moyens.40
L’équation (5) traduit donc en dynamique cette hypothèse pour la France.41 Soulignons par
ailleurs que la sensibilité d t du taux de variation du salaire au taux d’inflation est autorisée à
varier suivant les dates, ceci afin de capturer les évolutions des règlementations, de la pression
syndicale et aussi du niveau d’inflation. En fait, nous avons également estimé une spécification
dans laquelle le coefficient δ de la productivité est variable (le coefficient de l’inflation étant
alors supposé constant 42 ), mais cette spécification s’est révélée peu concluante. 43 Au niveau
40
Irwin (2005), Figure 6.1 et Table 2.6.
Depuis Ricardo et Walras la théorie des salaires s’est focalisée sur l’égalité entre salaire réel et productivité
marginale du travail, cette dernière déterminant le niveau du salaire. Cependant, les théories modernes du marché du
travail montrent que la relation entre ces deux grandeurs est plus complexe. D’après la théorie des contrats
implicites, les entreprises et les salariés décident tacitement de partager les risques en optant pour la régularité du
salaire. Ce partage du risque entre employeurs et salariés peut troubler la relation entre le salaire de la productivité
marginale du travail sur une période courte, mais reste en principe neutre en moyenne sur une longue période. Par
ailleurs, le salaire d’efficience permettant une sélection efficace à l’embauche et un maintien de la productivité du
travail, cette dernière devient dans cette hypothèse une fonction croissante du salaire. Mais, en dynamique sur
longue période, cette théorie ne peut expliquer des taux de croissance différents pour les salaires réels et la
productivité marginale du travail, car il faudrait pour cela supposer que les entreprises augmentent d’une manière
régulière l’écart entre le salaire réel et la productivité, ce qui paraît absurde. Enfin, la qualification des salariés
ajoute encore un élément de complexité dans la relation entre salaire et productivité. En introduisant une
hétérogénéité entre travailleurs qualifiés et peu qualifiés, l’équation des salaires de Beffy et L’Angevin (2005)
permet de distinguer les effets issus de la négociation salariale (différenciée par type de travailleur) et les effets de la
substitution capital/travail lorsque le prix relatif des facteurs change ; les auteurs montrent également qu’une partie
de l’évolution de la productivité du travail est attribuable à la structure des qualifications. Cependant, la relation (5)
étant macroéconomique, ces différents effets ne peuvent bien sûr être séparés.
42
Compte-tenu du nombre d’observations et du caractère non linéaire du modèle, il nous fallait faire un choix entre
la variabilité temporelle de δ et celle de d .
41
17
historique, cette « adaptabilité » des salaires à l’inflation plutôt qu’à la productivité n’est pas
véritablement étonnante. Les variations de salaires et l’inflation sont des variables beaucoup plus
volatiles que la croissance de la productivité, et l’élasticité des variations de salaires à l’inflation
dépend de l’évolution tant du pouvoir de négociation des salariés que de celle des institutions,
engendrant ou non des effets d’indexation salariale sur la hausse des prix. Cette élasticité étant a
priori difficilement modélisable par des variables quantifiables, elle est supposée suivre le
processus AR(1) décrit par l’équation (6).
La différence difpt entre les taux de variation des prix de détail et des prix de gros
introduit la possibilité d’une pondération entre les influences de ces deux catégories de prix.
Toutes choses égales d’ailleurs, on peut penser que plus cette différence est importante, et plus
les syndicats pourront argumenter pour des augmentations de salaires, car si les prix à la
consommation augmentent plus vite que les prix de gros, le pouvoir d’achat des salariés diminue
au profit des bénéfices des entreprises du commerce de détail. D’après la relation (5), la
condition k = 1 signifie que seuls les prix de détail interviennent dans la détermination des
salaires, même si, par ailleurs, les coûts de production sont fondés sur les prix de gros. La figure
5 montre que le taux de variation des salaires nominaux (coût horaire total du travail) est plus
nettement lié au taux d’inflation lorsque l’on considère l’indice des prix de détail que lorsqu’on
considère les prix de gros. Par ailleurs, les entreprises pouvant ventiler les ga ins de productivité
du travail en augmentant leurs bénéfices ou en augmentant les salaires, il en résulte que, toutes
choses égales par ailleurs, une croissance de la productivité est un facteur positif de la croissance
des salaires. En fait, dans une économie concurrentielle en régime d’équilibre dynamique où la
répartition des revenus est donnée, le salaire réel croît au même rythme que la productivité du
travail. La figure 6 montre que le taux de croissance du salaire réel (coût horaire total du travail
déflaté par les prix de détail ou par les prix de gros) est effectivement lié à la productivité horaire
du travail, la liaison étant plus marquée lorsque les salaires sont déflatés par les prix de détail.
[insérer figure 5]
[insérer figure 6]
43
Dans une approche plus sociologique, Caire (2002) suggère « trois âges » caractérisant la conception de la liaison
entre les salaires et la productivité du travail : comptable, monétaire et causale. Notre approche se situe dans cette
dernière conception.
18
De même que pour le taux de chômage, il était a priori possible que les salaires ne
s’ajustent que progressivement sur les variables explicatives intervenant dans l’équation (5).
Cependant, l’introduction du taux de variation retardé des salaires à droite de cette équation
s’étant révélée non significative, cette spécification n’a pas été retenue. Ce résultat n’est
d’ailleurs pas très étonnant, dans la mesure où l’équation fait intervenir non pas des niveaux mais
des taux de variation. Notons également que les valeurs retardées des variables exogènes se sont
révélées non significatives. Par ailleurs, le taux chômage retardé a également été introduit parmi
les variables exogènes de la relation (5) 44 , l’hypothèse étant que l’augmentation du sous-emploi
peut fragiliser le pouvoir de négociation des salariés, et donc constituer un frein à l’évolution des
salaires; en fait, cette variable s’est révélée non significative. 45 De même, le nombre de
syndiqués et le nombre de jours de grèves ne sont pas apparus comme des facteurs significatifs,
ce qui suggère - au niveau macroéconomique tout au moins - que la fixation des salaires n’est
pas en relation directe avec la pression exercée par les grèves ou le nombre des syndiqués, ce qui
n’exclut pas d’autres modalités indirectes de trans mission. 46 Pour le syndicalisme et la grève,
l’impact dans quelques grandes entreprises et dans un délai généralement inférieur à une année,
est certainement mal pris en compte par des données à la fois nationales et annuelles 47 . Notons
enfin que l’équation (5) n’inclut pas de constante de calage, car cette dernière s’est révélée non
significative, ce qui est d’ailleurs satisfaisant au plan théorique dans la mesure où une telle
constante ne peut se justifier que par l’existence d’un biais de mesure sur les va riables ou un
biais de spécification du modèle.
44
Notons que les salaires réels sont implicitement considérés dans l’équation (5) puisqu’on peut faire passer le taux
d’inflation à gauche. Par conséquent, l’idée d’introduire le taux de chômage dans l’équation (5) se situe dans le droit
fil de la « wage curve », sauf que cette dernière considère les niveaux du salaire réel et du chômage, tandis que la
première fait intervenir les variations de ces deux grandeurs.
45
Ce résultat rejoint le fait que nous n’avons pu mettre en évidence une « relation de Phillips » au cours de la
période. Notons que dans un système Espace-Etat, il n’est pas possible d’utiliser comme variable exogène dans une
équation de mesure (les variations de salaire) la variable endogène de l’autre équation de mesure (le taux de
chômage). Pour cette raison, le taux de chômage retardé a été considéré dans l’équation des salaires.
46
La composante syndicale a été évaluée à partir du nombre annuel de salariés syndiqués et celle des grèves du
nombre de journées individuelles non travaillées, évaluations pouvant être discutées pour la qualité de leur
pertinence.
47
Concernant les grèves, on peut mentionner le travail de Borrel (1996) dans lequel l’auteur distingue trois types de
conflits sociaux : les conflits localisés à but économique, les vagues de grèves ou les conflits généralisés à but plus
sociologique, et enfin les journées nationales d’action, à objectif nettement politique. À l’aide d’un modèle
économétrique à 11 équations en données annuelles, l’auteur parvient à la conclusion que les conflits localisés
interviennent dans la détermination du salaire réel ouvrier en exerçant davantage de pression sur le patronat en vue
de hausses de salaires. Quant aux conflits généralisés, leurs déclenchements seraient favorisés par un ralentissement
des salaires des ouvriers et employés et par une augmentation de l’écart avec les salaires des cadres. Ces conclusions
sont néanmoins conditionnées par l’incertitude de la distinction entre conflits localisés et conflits généralisés et de
l’évaluation de données comme le « niveau de coordination des stratégies de la gauche politique et syndicale ».
19
3 - Le modèle chômage-salaires : estimation et résultats empiriques
Au total, le système suivant - composé de deux équations de mesure et de deux équations
d’état - a été estimé suivant la méthodologie du filtre de Kalman (Harvey (1992), Hamilton
(1994)) 48 , cette dernière reposant sur le critère de maximum de vraisemblance :
Tableau 2 - Représentation Espace-Etat du taux de chômage et
du taux de variation des salaires
Equations de mesure
- Chômage :
U t = λ U t −1 + (1 − λ ) at ( spread t + θ ) + (1 − λ ) b ( g t − g ) + (1 − λ ) U 0 + ε tu
(3)
- Salaires:
st = δ π t + d t pt + d t k difpt + ε ts
(5)
Equations d’état
- Chômage :
a t = γ 0u + γ 1u a t −1 + ηtu
(4)
- Salaires:
d t = γ 0s + γ 1s d t −1 +η ts
(6)
La méthode du filtre de Kalman permet de prendre en compte l’éventuelle covariance
contemporaine entre les résidus ε ti et η ti (i = u, s), pouvant être induite par le fait que la
productivité et les prix de gros figurent parmi les variables exogènes dans les deux équations de
mesure. Cette covariance a été estimée en même temps que les variances résiduelles et les
paramètres structurels des quatre équations, et s’est révélée non significativement différente de
zéro. Nous avons donc estimé le système en évacuant la covariance puis vérifié que les deux
48
Les estimations ont été réalisées avec le logiciel Eviews7. Les valeurs prévues en t pour t+1 (« predicted values»)
des variables d’état at et d t sont considérées. Ces valeurs ne dépendent à chaque date que des valeurs passées des
données observées.
20
résidus estimés sont indépendants. Concernant les équations d’état (4) et (6), nous avons tenté
d’ajouter différentes variables macroéconomiques observables dans les équations d’état (taux de
croissance, inflation, taux d’intérêt, etc.); cependant, aucune de ces variable s ne s’est révélée
significative. 49 Les valeurs initiales des coefficients at et d t ont été déterminées par balayage de
manière à minimiser les critères d’information (Akaike, Schwarz et Hannan & Quinn). La valeur
estimée de γ os s’étant avérée non significativement différente de zéro dans l’équation d’état des
salaires, les résultats présentés sur le tableau 2 sont ceux obtenus en évacuant cette constante.
)
Concernant la détermination du taux de chômage, la valeur estimée de la constante θ = 0.223
permet d’évaluer l’excès du coût réel du travail par rapport à la productivité marginale avec la
grandeur spread-22.3%. La figure 3 montre que cette dernière ne prend des valeurs positives
qu’à partir de 1967 et surtout 197550 , pour dépasser 20% en 1982, plafonner ensuite à 25%
pendant dix ans de 1993 à 2003, et diminuer progressivement jusqu’à 10% en 200. 51 Le fait que
l’excès des salaires réels ne prenne des valeurs positives qu’à la fin des années 1960 semble
conforme à la réalité historique, puisqu’il existait une tension sur le marché du travail dans les
années 1945-1967 (le taux de chômage ne dépassait guère 2%, cette valeur étant en principe
inférieure au taux de chômage « naturel »). Ces évolutions s’accordent avec le constat souvent
fait dans la littérature économique sur le sujet, suivant lequel ce type de chômage s’est
massivement développé en France depuis la fin des années 1970 jusqu’au début des années
2000.52
49
Précisons ici que la méthode du filtre de Kalman ne nécessite pas des tests préalables de stationnarité sur les
variables observées.
50
Pour une analyse de la « modération salariale » pendant les années 1973-1983, voir Ralle et Toujas-Bernate
(1990) ainsi que Desplatz, Jamet et al. (2003).
51
En tendance générale, depuis la fin des années 1960, le coût du capital progresse en moyenne plus lentement que
le coût du travail, accélérant la substitution du capital au travail dans les branches et les processus de production où
cela est possible (mécanisation, automation, informatisation).
52
Voir notamment Laroque et Salanié (2002) ainsi que Lannes et Pâris (2010).
21
Tableau 2 - Estimation simultanée du taux de chômage et du taux de variation des
salaires nominaux suivant la méthode du filtre de Kalman
γ1i
γ 0i
c i2
λ
b
U0
θ
c1u
δ
taux de chômage
Ut
taux de variation des salaires nomi naux
st
Equation d’état (4) ( i = u )
0.54
(2.3)
0.12
(2.0)
-4.33
(-8.2)
Equation de mesure (3)
0.77
(16.5)
-0.68
(-3.7)
4.12
(6.2)
-22.3
(-12.4)
-3.98
(-5.8)
_
Equation d’état (6) ( i = s )
0.96
(39.9)
_
-4.29
(-4.0)
Equation de mesure (5)
_
_
_
_
_
0.98
0.53
1.08
(12.5)
1.15
(13.05)
0.56
(2.0)
0.89
0.63
0.64
0.46
0.76
0.27
0.54
0.36
_
k
c1s
R2
RD2
LB
_
p-value
H
p-value
JB
p-value
AIC
SC
HQC
5.05
5.52
5.23
Notes - Les estimations ont été réalisées en système sur la période 1952-2008 (57 années) avec la méthode du maximum de vraisemblance. Les
)
)
)
variances des résidus εˆ it et de η ti (i = u , s) ont été estimées respectivement sous la forme exp(c1i ) et exp(c2i ) , garantissant ainsi leur positivité
quels que soient les signes des paramètres estimés cˆ1i et cˆ2i . Les chiffres entre parenthèses représentent les valeurs de la statistique t de Student.
R 2D est le coefficient de détermination proposé par Harvey (1992) : une valeur positive indique que le modèle est plus performant non pas par
rapport à une constante (ce qu’indique le R 2 ) mais qu’une marche aléatoire avec drift. Les lignes LB et H et JB donnent respectivement les pvalues de la statistique F portant sur l’autocorrélation (Ljung-Box, 2 retards), de la statistique F portant sur l’hétéroscédasticité (Arch, 1 retard), et de
la statistique Jarque-Bera portant sur la distribution des résidus. AIC, SC et HQC désignent respectivement les critères d’information d’Akaike, de
Schwarz et de Hannan & Quinn.
22
Le coefficient γ 1u de l’équation d’état (4) qui détermine la sensibilité a t du taux de
chômage par rapport à l’excès des salaires réels est significatif et bien compris dans l’intervalle
théorique [0, 1]. La figure 7 représente l’évolution de la valeur estimée de cette sensibilité
(équation (4)) : on doit souligner le fait que, conformément au signe attendu, les valeurs sont
positives sur l’ensemble de la période, ce qui montre la persistance de cette influence à chaque
date. On constate que les valeurs oscillent autour d’une valeur moyenne assez stable d’environ
0.24, entre un minimum de 0.05 et un maximum de 0.35, ce qui indique des modifications
conjoncturelles substantielles des pentes d’offre et de demande de travail. Toutefois, depuis le
milieu des années 90, la sensibilité semble être caractérisée par un trend orienté à la baisse. En
fait, au début des années 1990, il devient patent que la « désinflation compétitive » a convaincu
les principaux partenaires politiques de gauche et de droite (période d’alternance
gouvernementale et d’incertitude politique) de sorte que prix et salaires sont stabilisés de
manière durable. La ratification du traité de Maastricht, le processus de passage à l’euro et la fin
des crises de change internes au SME après 1993 achèvent d’emporter les dernières réticences :
la contrainte monétaire européenne exerce des pressions stabilisatrices décisives, au moins tant
que les politiques budgétaires ne divergent pas trop. Cela pourrait expliquer le léger
desserrement des tensions, accompagné par un reflux modéré du chômage attribuable en partie à
la légère tendance baissière de l’élasticité. Plus généralement, on relève l’existence d’une
corrélation positive significative sur l’ensemble de la période entre la sensibilité a t et la
variation retardée U t −1 − U t − 2 du taux de chômage ( R 2 = 0.32 ), cette corrélation étant en outre
sensiblement plus élevée pendant la seconde partie de la période ( R 2 = 0.59 pour les années
1974-2008) que pendant la première partie (R 2 = 0.12 pour les années 1952-73). Ce résultat
suggère que l’augmentation du chômage au cours de l’année précédente pourrait induire une
sensibilité croissante du chômage par rapport à l’excès des salaires réels, ce résultat pouvant
trouver une interprétation à la fois par la montée du chômage et celle des coûts du travail.53
Remarquons que, malgré la variabilité de cette sensibilité, l’intervalle de confiance à 95%
)
)
( a t ± 1.96 σ a, t ) donne des bornes supérieures et inférieures suggérant que l’hypothèse de stabilité
serait admissible au seuil de significativité de 5%. Cependant, deux résultats laissent cette
53
Du côté des salariés, l’augmentation du chômage réduit le pouvoir de négociation des syndicats qui privilégient le
maintien de l’emploi sur la hausse des rémunérations. Du côté des employeurs, la politique systématique de maîtrise
des coûts salariaux engagée des la fin des années 1970 encourage à traquer toute forme d’excès des salaires réels.
Dans les deux cas, la vigilance accrue des partenaires sociaux vis -à-vis de la relation entre salaires, productivité et
inflation peut contribuer à augmenter la sensibilité du sous-emploi au spread. Sur le pouvoir syndical, on peut
mentionner, au sein d’une littérature abondante, la contribution de Dunlop (1958) ainsi que celle de L’Horty et
Sobczak (1996).
23
question ouverte. En premier lieu, en abaissant le seuil de 5% à 1%, un nombre significatif de
valeurs est situé en dehors de l’intervalle de confiance, suggérant ainsi une variabilité temporelle
de la sensibilité. En second lieu, en comparant entre deux sous-périodes les estimations du
modèle en supposant tous les coefficients fixes, nous avons montré dans un précédent travail que
l’hypothèse d’une valeur constante de la sensibilité sur l’ensemble de la période est fortement
rejetée au seuil de 5%. 54
[insérer figure 7]
Concernant les paramètres fixes de l’équation de mesure du chômage (3), le coefficient
)
négatif obtenu pour le taux de croissance de la production (b = −0.68 ) est conforme au signe
attendu et du même ordre de grandeur que le coefficient caractérisant la loi d’Okun. 55 Quant à la
)
valeur estimée du taux de chômage structurel ( U 0 = 4.12% ), on constate qu’elle est du même
ordre de grandeur que les valeurs généralement admises du taux de chômage « naturel ». 56 Enfin,
)
le coefficient du taux de chômage retardé (λ = 0.77 ) indique un délai moyen de propagation
T
ˆ
des facteurs de l’ordre de 3.35 années (T = λ ˆ = 3. 35 ), valeur qui semble crédible dans la
1− λ
mesure où cette durée correspond approximativement à la longueur moyenne d’un cycle
conjoncturel.
La figure 8 retrace sur l’ensemble de la période les valeurs de long terme estimées des
trois composantes du taux de chômage figurant dans la relation (1). Les valeurs obtenues
)
indiquent que la composante chronique ( a) t ( spreadt + θ ) ) est inexistante jusqu’au début des
années 1970, date à laquelle elle commence à se développer pour atteindre un maximum de
7.8% en 1994, puis diminue pour passer en dessous de 2% en 2008. En fait, les résultats
indiquent que jusqu’au choc pétrolier de 1973, le facteur chronique a joué un rôle favorable sur
54
Voir Chelini et Prat (2007), Table 2.
55
Toutefois, Blanchard et Cohen (2006) estiment que le coefficient d'Okun valait en France de -0,17 au cours des
années 1960 et 1970, contre -0,40 de 1981 à 2000 (p.222), alors que suivant des analyses plus récentes, il serait
aujourd’hui proche de -0,60, rejoignant ainsi ce qui est estimé pour les États-Unis. Ces valeurs ne peuvent être
comparées directement à la valeur obtenue dans l’équation (3), puisque l’excès des salaires réels et la valeur retardée
du taux de chômage y interviennent également aux cotés du taux de croissance de la production pour déterminer le
taux de chômage. Cependant, ces résultats suggèrent l’introduction d’un coefficient variable pour le taux de
croissance de la production, comme cela a été fait avec l’excès des salaires réels. Malheureusement, une telle
approche ne peut être envisagée avec nos données annuelles en raison d’un nombre insuffisant d’observations, mais
elle serait envisageable en considérant des données trimestrielles. Il y a là une voie de recherche, même si, au regard
des propriétés statistiques des résidus du modèle proposé, tout se passe comme si l’équation du chômage (3) était
valablement spécifiée.
56
Voir ci-dessus, note (11).
24
l’emploi, puisque les valeurs négatives de cette composante traduisent une « tension » sur le
marché du travail abaissant le taux de chômage observé vers une valeur d’environ 2%, située
donc au dessous du taux de chômage structurel. Par ailleurs, la figure montre que la somme
)
)
( b ( g t − g ) + U o ) des composantes conjoncturelle et structurelle du chômage varie entre un
minimum de 1.8% et un maximum de 6% au cours de la période. Sachant que le facteur
conjoncturel du chômage n’existe que lorsque cette somme dépasse le chômage structurel (soit
4.1%), la figure 8 montre que le facteur conjoncturel ne semble vraiment prendre de
l’importance qu’après le choc pétrolier. Au total, ces résultats montrent que, à chaque date, on ne
peut négliger ni les facteurs de type chronique résultant d’un excès des salaires réels par rapport
à leur niveau d’équilibre, ni les facteurs conjoncturels résultant d’une insuffisante activité sur le
marché des biens, ni les facteurs structurels. 57 Notamment, après le choc de 1973, les trois
catégories de chômage se cumulent pour expliquer la hausse du chômage vers des niveaux à
deux chiffres.
[insérer figure 8]
[insérer figure 9]
Concernant le taux de variation des salaires nominaux, le coefficient autorégressif γ 1s de
l’équation d’état (6) permettant d’estimer l’élasticité d t du taux de variation des salaires par
rapport à l’inflation est significatif et compris dans l’intervalle attendu [0, 1]. La figure 9 montre
que cette élasticité évolue entre un maximum proche de l’unité en début de période vers une
valeur proche de zéro en fin de période ; l’intervalle de confiance à 95% délimité par les valeurs
supérieures et inférieures indique que l’hypothèse de stabilité n’est pas admissible au seuil de
5%. En fait, la baisse tendancielle de d t à partir du milieu des années 1970 peut être attribuée
aux phénomènes de désinflation et de désindexation des salaires, ainsi qu’à la diminution de
l’influence des syndicats et à une persistance du chômage pouvant réduire la capacité des salariés
à agir sur les salaires, ceci même si le chômage n’est pas apparu économétriquement significatif
dans l’explication des salaires sur l’ensemble de la période. Les employeurs sont alors
objectivement en position de force non seulement en raison de l’abondance de l’offre de travail
de la part des salariés, mais aussi parce qu’une inflation modérée (2% par an) ne constitue pas
un argument suffisamment valide dans les revendications salariales. La concurrence
internationale, effectivement plus vive dans les années 1975-2008 qu’auparavant, forme un
contre-argument de poids dans le discours patronal. Ce résultat d’une décroissance de la
57
Relevons que si les composantes chronique et conjoncturelle sont relativement peu liées, elles ne sont néanmoins
pas indépendantes. En effet, la corrélation entre les deux composantes de la figure 8 s’élève à R 2 = 0.28 .
25
sensibilité des salaires à l'inflation au cours de la période va dans le même sens que les analyses
de la littérature. En effet, avec la politique de désinflation compétitive des années 1980, plusieurs
observateurs ont fait remarquer l’altération de la relation à long terme entre salaires nominaux et
inflation. Notamment, à partir d’un panel de données relatives aux conventions collectives dans
le secteur privé, Blanchard et Sevestre (1989) ont avancé une interprétation judicieuse et
généralement admise sur la rupture de juillet 1982 dans l’ajustement des salaires nominaux aux
prix (voir figure 2) : la corrélation entre inflation et croissance des salaires nominaux n’a pas
disparu, mais les anticipations d’inflation (en baisse) ont un rôle qui a gagné en importance (car
l’inflation devient moins instable dès le début des années 1990), ce qui permet aux employeurs
d’accompagner la modération des revendications salariales.
Par ailleurs, dans l’équation de mesure estimée des salaires (5), on constate que le
coefficient fixe associé au taux de variation de la productivité est non significativement différent
)
de l’unité ( δ = 1.08 ) ; ce résultat est intéressant, car, dans un équilibre de long terme, le salaire
réel doit en principe croître au même rythme que la productivité du travail. Quant à la valeur
estimée du coefficient de l’écart entre les taux de variation des prix de détail et des prix de gros
)
( k = 1.15 ), le fait que cette valeur ne soit pas significativement différente de l’unité indique que
les salaires dépendent des prix à la consommation et non des prix de gros, ce résultat étant
conforme au fait que les syndicats négocient généralement sur la base des prix de détail.
On peut apprécier la qualité globale des ajustements obtenus avec les équations de
mesure au moyen du coefficient R 2 conventionnel et du coefficient modifiée RD2 proposée par
Harvey (1992), ce dernier permettant d’évaluer la qualité de l’ajustement par rapport à un
benchmark caractérisé par une marche aléatoire avec dérive (voir Tableau 2). 58 Ce dernier
indicateur est d’autant plus intéressant à considérer ici que les deux variables d’état a t et d t
suivraient une marche aléatoire si les coefficients autorégressifs γ 1i (i = u, s) étaient égaux à
l’unité. Les valeurs obtenues RD2 indiquent que la variance résiduelle de l’équation de mesure est
T
58
Les
deux
mesures
de
la
qualité
d’ajustement
sont
définies
par
R 2 = 1 − SSR /
∑( y
t
− y ) 2 et
t =1
T
R 2D = 1 − SSR /
∑ (∆y
t
− ∆y ) 2 ( yt = U t , s t ), où SSR est la somme des carrés des résidus du modèle. Une valeur
t= 2
2
RD impliquerait
négative de
que le modèle estimé conduit a une représentation de moins bonne qualité qu’une
simple marche aléatoire avec dérive.
26
respectivement de 0.47 fois celle de la marche aléatoire pour le taux de chômage et de 0.37 fois
pour le taux de variation des salaires. Ces diminutions très substantielles des variances
résiduelles confirment que le modèle à composante inobservable domine très largement la
marche aléatoire. Les figures 10 et 11 montrent, respectivement pour le taux de chômage et le
taux de variation des salaires, que les valeurs estimées d’après les équations de mesure (3) et (5)
représentent d’une manière satisfaisante les valeurs observées du taux de chômage et du taux de
croissance des salaires au cours de la période 1952-2008, les points de retournements majeurs
étant
généralement assez bien représentés. Les
natures
monétaire
des
salaires
et
sociodémographique du chômage confèrent aux premiers un caractère d’autant plus volatile par
rapport au second que les salaires sont considérés en taux de variation alors que le chômage est
considéré en niveau, de sorte qu’il n’est guère étonnant de constater que l’ajustement soit de
meilleure qualité pour les salaires que pour le chômage. En fait, al flexibilité apparente plus
importante des salaires est liée aux enjeux sociaux et politiques plus marqués qu’ils impliquent,
les faisant déborder de la sphère proprement comptable de l’économie : politique générale de
l’Etat et du gouvernement, rapports de forces syndicats / patronat, part plus ou moins mutualisée
du salaire (assurances sociales). Le volume du chômage n’est pas étranger à toutes ces
dimensions, mais la relation y semble moins étroite ou moins directe.
[insérer figure 10]
[insérer figure 11]
)
)
Nous examinons enfin les propriétés statistiques des résidus ε tu et ε ts standardisés des
équations de mesure du taux de chômage et du taux de variation des salaires à l’aide de différents
tests dont les résultats sont donnés dans le tableau 2. Les valeurs des p-values associées à la
statistique de Jarque-Bera permettent de conclure que les résidus estimés des deux équations de
mesure sont distribués suivant une loi normale, puisque les valeurs obtenues dépassent largement
le seuil de 5% (on trouve 54% pour le chômage et 36% pour les salaires), ce qui suggère
l’absence d’anomalies statistiques en nombre significatif (points aberrants). Enfin, les tests de
diagnostic concernant l’autocorrélation (Ljung-Box, LB) et l’hétéroscédasticité (Arch) de ces
résidus permettent de conclure à l’absence d’autocorrélation et d’hétéroscédasticité, ceci tant
pour l’équation du chômage que pour l’équation des salaires. L’ensemble de ces résultats montre
)
)
donc que les résidus estimés ε tu et ε ts ont des bonnes propriétés statistiques, ce qui étaye les
formulations proposées, notamment en ce qui concerne les hypothèses de stabilité faite sur les
27
paramètres autres que at et d t . Cependant, les figures 10 et 11 montrent des écarts
particulièrement importants entre les valeurs observées et les valeurs calculées à certaines dates.
En ce qui concerne le taux de chômage, la figure 10 montre des écarts substantiels pour les
années 1979, 1984 et 1994-95. On peut relier ces écarts respectivement au second choc pétrolier
de 1979, à la politique de désinflation de J. Delors en 1983 et à la croissance lente des années
1991-92, suivie par un recul du PIB en 1993. Concernant les variations de salaires, la figure 11
montre que les écarts entre les valeurs observées et calculées sont généralement plus importants
avant 1975 qu’après, la croissance plus rapide des salaires pendant les « trente glorieuses » étant
accompagnée par une plus grande volatilité de ces derniers. En fait, le système français de
négociation salariale, longtemps centralisé au niveau national à l’échelle des branches et articulé
en grilles plus ou moins sophistiquées dans les conventions collectives (révisées chaque année ou
presque), peut induire selon la période, aussi bien une variation annuelle marquée de la masse
salariale (chocs pétroliers) qu’une grande continuité (stabilité des prix). Il est vrai que depuis les
lois Auroux de 1982 et la libéralisation économique générale, les négociations salariales se sont
nettement décentralisées et les conventions collectives d’entreprise multipliées. Mais la tendance
générale étant à la désinflation, ce phénomène aurait plutôt tendance à renforcer la « stabilité »
générale des salaires. Les principaux écarts entre les valeurs observées et calculées des salaires
semblent aussi pouvoir être reliés à l’histoire économique. Pour les écarts positifs, plusieurs
périodes témoignent d’une pression accrue des syndicats ou d’une libéralité temporaire du
patronat : 1954-57 sous la IVe République après les mesures Pinay de 1952, alors que les prix de
détail sont immobiles de 1952 à 1956, mais aussi 1968-1970 dans la foulée des
mouvements sociaux et de la naissance du SMIC en 1970, 1975 et la relance de J. Chirac 59 , 1981
et la relance de P. Mauroy. À l’opposé, les valeurs observées des variations de salaires sont
inférieures aux valeurs calculées par le modèle en période de maîtrise des coûts ou de politique à
tendance déflationniste ou stabilisatrice : 1958 avec le plan Pinay-Rueff 60 , 1976 avec le plan
Barre, 1985 dans la foulée de la « rigueur » de J. Delors (mars 1983).
59
En 1975, les salaires augmentent sensiblement plus vite que ce qui est prévu par le modèle car l’action
gouvernementale est inverse de celle de 1958 : la politique de modération engagée en 1974 laisse la place à une
politique de relance par le gouvernement Chirac, laquelle affecte rapidement l’inflation sans agir sur l’inertie de
croissance des salaires. En 1974, les prix de détail, les prix de gros et les salaires croissent respectivement aux
rythmes de 13%, 18% et 17% ; par contre, en 1975, l’inflation diminue à 11% pour les prix de détail et seulement
3% pour les prix de gros mais les salaires continuent leur progression à 19%.
60
En 1958, les prix augmentent fortement (15% pour le détail) et l’équation du modèle projette logiquement une
hausse importante des salaires (de l’ordre de 17%). Or, la hausse effective est moindre (de l’ordre de 12%): dans le
cadre des mesures liées à la formation du gouvernement de Gaulle et dans l’attente du plan Pinay Rueff, la volonté
politique a stoppé le processus d’indexation mécanique des salaires sur les prix.
28
4 - Conclusions
Dans une perspective macroéconomique, le modèle proposé cherche à expliquer d’une
manière simultanée les dynamiques du taux de chômage et des variations de salaires en France
sur la période 1950-2008. Sur le plan théorique, l’équation du chômage distingue un facteur
chronique caractérisé par l’ excès des salaires réels par rapport aux gains de productivité du
travail, un facteur conjoncturel caractérisé par une croissance insuffisante de la production sur le
marché des biens et services, et un facteur structurel pouvant plus ou moins être rapproché du
concept de taux de chômage naturel dans une économie en croissance, incluant les facteurs
frictionnel, technologique et volontaire du chômage. Quant aux variations des salaires, elles sont
supposées dépendre des gains de productivité et de l’inflation. Sur le plan empirique, le cadre
d’analyse est celui d’une représentation simultanée du chômage et de la variation des salaires
fondée sur un modèle Espace-Etat estimé suivant la méthodologie du filtre de Kalman, cette
dernière permettant l’introduction de paramètres variables suivant les dates.
Conformément à ces hypothèses, le taux de chômage est apparu dépendre positivement
de l’excès du coût horaire total réel du travail (salaires comprenant toutes les charges sociales,
déflatés par les prix de gros) par rapport à la productivité marginale du travail, négativement de
l’écart entre taux de croissance du PIB réel et sa moyenne de long terme, et enfin d’une
composante structurelle constante d’environ 4%. Concernant l’influence positive de l’excès des
salaires réels, les résultats indiquent qu’un excès de 10% génère en moyenne un taux de
chômage de 2.4%, cette valeur pouvant cependant varier entre un minimum de 0.5% et un
maximum de 3.5%. Les valeurs obtenues indiquent que cette composante chronique du chômage
est inexistante jusqu’au début des années 1970, date à laquelle elle se développe pour atteindre
un maximum de 7.8% en 1994, puis diminue pour tomber au dessous de 2% en 2008. Quant à
l’influence du taux de croissance de la production, elle est néga tive, ce résultat étant en accord
avec la loi d’Okun. Enfin, la spécification retenue indique un ajustement progressif du chômage
par rapport aux facteurs susvisés, avec un délai moyen d’influence de l’ordre de 3,3 ans, cette
durée correspondant approximativement à la longueur moyenne d’un cycle conjoncturel. Au
total, les résultats montrent donc l’existence à la fois d’un chômage de type chronique résultant
d’un excès des salaires réels, d’un chômage conjoncturel résultant d’une croissance trop faible
sur le marché des biens, et d’un chômage structurel de l’ordre de 4%. Quant à la dynamique des
salaires (charges comprises), elle apparaît déterminée par deux facteurs essentiels : le taux de
croissance de la productivité du travail (avec un coefficient estimé fixe proche de 1) et le taux
29
d’inflation (prix de détail). L’élasticité des salaires par rapport à l’inflation est apparue très
variable, allant d’une valeur proche de l’unité en début de période vers une valeur voisine de
zéro en fin de période : les phénomènes de désinflation et de désindexation ainsi que la
diminution du pouvoir syndical qui sont observés au cours de la période peuvent expliquer ce
résultat.
Dans l’ensemble, ces résultats semblent conformes tant à l’histoire économique française
qu’à la théorie économique et aux résultats économétriques antérieurs de la littérature, et leur
principal mérite est sans doute de présenter une synthèse par une modélisation dépouillée faisant
ressortir les principaux facteurs macroéconomiques du chômage et des salaires en longue
période, en tenant compte du fait que les sensibilités de ces deux grandeurs par rapport à leurs
facteurs doivent être datées. Une première extension envisagée de ce travail sera d’endogénéiser
l’inflation en introduisant une troisiè me équation de mesure dans le modèle Espace-Etat. Une
seconde extension sera d’examiner si l’approche cliométrique appliquée à l’économie française
reste valide par exemple pour l’Allemagne, premier partenaire commercial de la France. Enfin,
l’exploitation de données trimestrielles pourrait permettre d’enrichir la modélisation en
introduisant des spécifications sans doute plus précises mais aussi plus complexes.
REFERENCES
Allais, M. (1971), « Salaires, prix, emploi », in Les conditions monétaires du développement économique,
Fascicule III-5, Université de Paris Ouest, Faculté de Droit et des Sciences Economiques, année
académique 1970-1971, pp. 501-520
Allais, M. (1971), L’inflation française et la croissance, colloque sur l’inflation, ALEPS, 18 décembre
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Annexe 1 – Description et sources des séries chronologiques utilisées, 1950-2008, données annuelles
1. PIB en francs et en indices
Source : INSEE, Annuaire Rétrospectif de la France, 1948-1988, p 239-240. INSEE, Comptes nationaux annuels et
rétrospectifs en ligne depuis 1978. Les francs français 1950-59 sont directement exprimés en « nouveaux francs » de
1960. La série incorpore un changement de base en 1980 : base 1971 pour 1950-79 et base 2000 pour la période
1980-2008. Le PIB en francs constants est déflaté par le déflateur du PIB, série 8.
2. Production industrielle
Pour 1950-1980 : Bryan R. Mitchell, International Historical Statistics, Europe 1750-1993, Londres, MacMillan,
New York, Stockton Press, 1998 p 423, pour 1980- 2008 : INSEE, Séries longues, INSEE Conjoncture, Paris,
Edition 2003, p 8 et actualisation en ligne www.insee.fr. La France a connu la succession de plusieurs indices pour
la période 1950-2000, respectivement en base 1952, 1959 puis 1962, 1970, 1980, 1990, 1995, et actuellement 2000.
3. Salaire horaire brut, en indice
Source. Michèle Casaccia, Géraldine Séroussi, Séries longues sur les salaires, INSEE, Résultats, Emplois -Revenus,
2000, n°172, p 38-41, tableau 7. Mise à jour par la série en ligne, www.insee.fr, ASF_041DD14.xls . La série
33
initiale, base 100 en 1951 a été recalculée en base 100 = 1950 [La hausse de l'année 1950 est estimée à +15,5%,
comme pour le salaire net moyen annuel]. Cet indice, appelé de 1951 à 1998, « Taux de salaire horaire des
ouvriers », et depuis 1998, « Indice de Salaire horaire de base des ouvriers » est fondé sur les enquêtes ACEMO,
Activité et Emploi de la Main d'œuvre, du Ministère du Travail et des Affaires Sociales. Seul l'indice est disponible,
il n'existe pas de série en valeur monétaire.
4. Salaire annuel net
Michèle Casaccia, Géraldine Seroussi, Séries longues sur les salaires 1950-1998, Op. Cit, Mise à jour par la série en
ligne ASF_041DD10.xls . Il s'agit du salaire net annuel moyen, pondéré par les effectifs salariés, secteur privé et
semi public, salariés à temps complet (y compris apprentis stagiaires). Salaires nets de prélèvements (cotisations
sociales, CSG et CRDS). Années - travail : un salarié employé à temps complet pendant 12 mois compte pour une
année - travail ; s'il a travaillé 3 mois, il compte pour 0,25 année - travail. Source : INSEE, Déclarations Annuelles
de Données Sociales, DADS, 1950-2008 ; estimation pour les années 1981, 1983 et 1990.
5. Masse salariale brute globale
Champ : Revenu du travail perçu par les salariés : total des salaires et traitements versés par les employeurs,
cotisations sociales incluses. Source : INSEE, Annuaire Rétrospectif de la France, 1948-1988, Paris, 1990, p 251252. Pour la période récente, INSEE, Comptes nationaux, annuels et rétrospectifs, tableau en ligne n°1.202
« Partage de la valeur ajoutée à prix courants ». Base 1971 pour 1950-69, base 1980 pour 1970-1979, base 2000
pour 1980-2008.
6. Prix de détail, indice
Série INSEE, Annuaire Statistique Rétrospectif, 1948-88, Paris, 1990, p 286, série 1914-1989, prolongée par
www.insee.fr. La base 100 de l'indice est en 1970. Cet indice a changé plusieurs fois de base, en 1949, 1956, 1962,
1970, 1980, 1990, 1995.
7. Prix de gros, indice (produits manufacturés seuls, après 1980)
Pour 1950-1980 : Bryan R. Mitchell, International Historical Statistics, Europe 1750-1993, Op. Cit, p 863. Depuis
1980 : INSEE, Séries longues, INSEE Conjoncture, Paris, Edition 2003, p 44 puis en ligne. La France a cessé de
calculer un indice officiel des prix de gros entre 1985 et 1993. Elle l'a décomposé en prix à la production des
produits manufacturés, des biens intermédiaires, des produits agricoles et des matières premières importées.
8. Déflateur du PIB
Pour la période 1950-79, construite en base 1971 : INSEE, Annuaire Rétrospectif de la France, 1948-1988, p 255.
Depuis 1980, www.insee.fr, fichier 1.103, « Indices de prix des ressources et emplois de biens et services »,
construite en base 2000.
9. Productivité horaire du travail (PIB/heure travaillée)
Pour la période 1950-70 : Pierre Villa, Un siècle de données macroéconomiques, INSEE, Résultats, Economie
Générale n°86-87, 1994, p 144-145. Pour la période 1971-2008, OCDE, base de données en ligne.
10. Chômage au sens du BIT
Chômeurs au sens du BIT : toute personne en âge de travailler, qui n'a pas travaillé durant la semaine de référence,
disponible sous 15 jours et recherchant activement un emploi. Source : Marie -Madeleine Bordes, Christine
Gonzalez-Demichel, Marché du travail, séries longues, Paris, INSEE, Résultats, n°138-139, 1998, p 77. Série
reconstituée par les auteurs pour la période 1955-74. La série a été complétée pour les années 1998-2008 par les
Comptes Nationaux en ligne et en amont 1950-54, par estimation du chômage BIT en s’appuyant sur le rapport
moyen de 2,22 entre le chômage au sens du BIT et les chiffres disponibles à l’époque, les Demandes d’Emploi Non
Satisfaites.
34
11. Population active
Sources : Marie-Madeleine Bordes, Christine Gonzalez-Demichel, Marché du travail, séries longues, Op. Cit,
1998, p 24-29. Pose des problèmes de définition à la marge : temps partiels, étudiants, contingent. Deux approches
se distinguent. 1. L'approche « comptabilité nationale » totalise les actifs employés dans les différents secteurs de
l'économie à partir des sources administratives + les chômeurs au sens du BIT + les jeunes effectuant leur service
national. 2. L'approche « au sens du BIT » ou « au sens du recensement » procède des enquêtes annuelles sur
l'emploi et des recensements et applique à la population totale estimée des taux d'activité déduits de l'enquête
Emploi. Série complétée pour 1950-54 par INSEE, Le mouvement économique de la France, 1949-79, Paris, 1981,
p 23. Rectification et prolongement 1995-2008 par le site de l’INSEE en ligne.
12. Population active salariée totale
Il s'agit de la population salariée occupée. Les chômeurs n'y sont pas comptabilisés. Données pour la période 19551991 : Marie-Madeleine Bordes, Christine Gonzalez-Demichel, Marché du travail, Op. Cit, p 77. Années 1950-54
calculées par rétropolation à partir des années 1955-60 [+1,1%/an]. Années 1993-2008, actualisées par série INSEE
en ligne : 1.702 « Population, emploi et chômage, France entière » (y compris DOM).
13. Taux d'intérêt à long terme
Définition : taux moyen mensuel annualisé de rendement des emprunts d'Etat à long terme, 5 à 10 ans, obligations,
emprunts 7 à 10 ans. Changement de série longue en 1970. Pour la période 1950-69 : INSEE, Le mouvement
économique, 1949-1979, Paris, 1981, p 324- 326 [Taux de rendement en bourse des obligations d'Etat, long terme].
Depuis 1970 : Banque de France, « Taux des emprunts d'Etat à 7-10 ans ». Base de « Séries Monétaires et
Economiques », tableau MT.M.H30030.B.M.T.B.X [Obligations d'Etat à long terme, taux mensuel trimestrialisé].
14. Formation Brute de Capital Fixe
FBCF : Formation Brute de Capital Fixe. Base 1971 pour 1950-69, base 1980 pour 1970-1979, base 2000 pour
1980-2008. Source : INSEE, Annuaire Rétrospectif de la France, 1948-1988, 1990, p 239, 241. INSEE, Comptes
nationaux, annuels et rétrospectifs en ligne, depuis 1978. Tableau 1.101 « Ressources et emplois de biens et
services à prix courants ».
15. Durée annuelle du travail des salariés (heures travaillées)
Il n'existe pas de série longue continue de la durée annuelle du travail. Les données sont généralement
hebdomadaires : Ministère du Travail, Statistique rétrospective de la durée hebdomadaire du travail
de 1946 à 1984, Paris, 1985, 10 p. Nota : une durée du travail spécifique aux salariés présente une légère différence
avec la productivité, PIB/heure travaillée, qui inclut tous les actifs.
Première approche fournie pour la période 1970-1997 par : Marie-Madeleine Bordes, Christine Gonzalez Demichel, Marché du travail, séries longues, Op. Cit, 1998, p 175. La série est rétropolée pour la période 19501969 à l'aide de : O. Marchand, C. Thélot, Le travail en France, 1800- 2000, Paris, Nathan, 1997, p 240, qui fournit
une estimation de la durée du travail de tous les actifs pour 10 années repères entre 1949 et 1995. À partir d'une
relation stable de 1,08 entre la série Marchand - Thélot et la série Bordes - Gonzalez, ont été d'abord calculées les
années - repères, puis les années intercalaires en supposant une évolution annuelle constante entre deux dates. Pour
1990-1997, moyenne arithmétique de la série Bordes - Gonzalez et de la série "Durée annuelle du travail des
salariés, par branche", Tableau INSEE en ligne, n°2.210a, puis série en ligne seule depuis 1998.
16. Grèves : journées individuelles non travaillées
Source : Ministère du Travail, puis Ministère des Affaires Sociales. 1. Bulletin Mensuel des Statistiques du Travail,
passim (1967-2002). Exemple : Supplément au Bulletin Mensuel n°95, 1982, p 124 - années 1954-1981. 2. JeanPaul Juès, La grève en France, Paris, PUF, Que sais -je? 1998, p 117. 3. INSEE, Annuaire Statistique de la France,
Annuel, tableau C02-2 depuis 1982, puis [plusieurs] séries en ligne du site en ligne du ministère du Travail,
rubrique « statistiques ». Noter une césure statistique dans la série : à partir de 1982, le Ministère du Travail intègre
35
systématiquement les grèves de la fonction publique dans le total, alors qu’il ne les incorporait pas ou
irrégulièrement auparavant. Dès 2005, les statistiques annuelles relatives aux grèves sont produites par la DARES
[Direction de l’Animation de la Recherche, des Etudes et des Statistiques ] à partir de l’enquête ACEMO
«Négociation et représentation des salariés », et non plus des données administratives issues du recensement de
l’inspection du travail et des directions départementales et régionales du travail.
17. Effectifs syndiqués, total en milliers d'adhérents
Données recalculées par les auteurs suivants à partir des déclarations syndicales [8 à 9 timbres mensuels de
cotisation annuelle acquittés par les adhérents] : D. Labbé, Syndicats et syndiqués en France depuis 1945, Paris,
L'Harmattan, 1996, p 132, puis : D. Andolfatto, Les syndicats en France, La Doc. Franç. 2004, 172 p. Etudes de la
Documentation Française, n°5188, p 165 et suivantes. Actualisation avec le site en ligne du ministère du Travail,
rubrique « statistiques », série 2008.04-16.1_graf_1.xls
36
Figure 2 - Coût horaire réel total du travail et
productivité marginale du travail
1,000
m
500
j
productivité marginale du travail :
productivité horaire du travail
(1950 = 100) x exp(0.223)
400
350
300
250
200
150
100
50
55
60
65
70
75
80
85
90
95
00
05
Figure 3 - Taux de chômage et excès du coût horaire réel total
du travail sur la productivité m arginale du travail
%
%
16 excès du coût du travail sur la
productivité marginale du travail:
( Spread - 22.3)
20
10
m
12
0
8
j
-10
taux de chômage
-20
4
0
50
55
60
65
70
75
80
85
90
95
00
05
37
excès
taux de chômage
échelle logarithmique
coût horaire total
du travail
(1950 = 100)
Figure 4 - Variation du taux de chômage
et taux de variation du PIB réel
2
variation du taux
de chômage
1
i
0
8
-1
6
-2
4
h
2
-3
taux de variation du
PIB réel
0
%
variation du taux de chômage
taux de variation du PIB réel
% an
-2
50
55
60
65
70
75
80
85
90
95
00
05
Figure 5 - Taux de variation du coût horaire total du travail
et taux d'inflation
20
inflation
% an prix de détail
f
i
15
coût horaire du travail
10
5
k
0
inflation
prix de gros
-5
-10
55
60
65
70
75
80
85
90
95
00
05
38
Figure 6 - Taux de variation du coût horaire réel total du travail
et taux de variation de la productivité horaire du travail
20
% an
16
l
coût horaire total du travail
déflaté par les prix de gros
12
productivité horaire
du tavail
8
i
4
0
j
-4
coût horaire total du travail
déflaté par les prix de détail
-8
55
60
65
70
75
80
85
90
95
00
05
Figure 7 - Sensibilité du chômage à l'excès des salaires réels
.6
.5
h
.4
valeurs supérieures
.3
h
.2
valeurs estimées
.1
.0
h
-.1
valeurs inférieures
-.2
55
60
65
70
75
80
85
90
95
00
05
39
Figure 8 - Valeurs de long terme des composantes chronique,
conjoncturelle et structurelle du taux de chômage
8
%
6
chômage conjoncturel
+
chômage structurel (4.1%)
l
4
2
0
j
-2
chômage chronique
-4
55
60
65
70
75
80
85
90
95
00
05
Figure 9 - Elasticité des salaires nominaux par rapport
au niveau des prix
2.0
valeurs supérieures
i
1.6
1.2
0.8
valeurs estimées
0.4
i
0.0
h
valeurs inférieures
-0.4
-0.8
55
60
65
70
75
80
85
90
95
00
05
40
Figure 10 - Valeurs obse rv ées e t estimées du taux de chômage
14
valeurs observées
%
m
12
10
8
6
j valeurs estimées
4
(équation (3))
2
0
55
60
65
70
75
80
85
90
95
00
05
Figure 11 - Valeurs obse rvée s et estimées du taux de v ariation
du coût horaire total du travail
20
valeurs observées
% an
16
m
12
8
h
valeurs estimées
(équation (5) )
4
0
-4
55
60
65
70
75
80
85
90
95
00
05
41